Межполушарные асимметрии и индивидуальные различия человека

Анализ данных, полученных при апробации методики на здоровых испытуемых, показал, что продуктивность произвольного запоминания составила у них 61 %. После четырех предъявлений здоровые испытуемые, как правило, воспроизводили все 10 слов ( Киященко, Московичуте, Симерницкая и др., 1975).

Продуктивность непроизвольного запоминания слов в условиях направленности деятельности испытуемого на подсчет общего количества букв составила 44 %, а при подсчете слов, начинающихся на заданную букву, – 45 %. Продуктивность непроизвольного запоминания начальных букв слов в первой серии составляла 38 %, во второй – 30 %.

Сопоставление показателей произвольного и непроизвольного запоминания подтвердило имеющиеся в литературе данные о том, что у здоровых испытуемых продуктивность произвольной памяти выше продуктивности непроизвольного запоминания ( Зинченко , 1979; Смирнов , 1979; Фресс, Пиаже , 1978).

Иные результаты были получены у больных с поражением левого полушария мозга. Продуктивность произвольного запоминания 10 слов составила в группе больных 37 %, а продуктивность непроизвольного запоминания составила 30 % слов и 17 % букв. Изменение направленности деятельности и, в частности, введение инструкции подсчитать количество слов, начинающихся на букву «К», не изменило показателей непроизвольной памяти: во второй серии больные с поражением левого полушария воспроизводили 31 % слов и так же, как и в первой серии, 17 % букв.

Сопоставление показателей произвольного и непроизвольного запоминания у данной группы больных с соответствующими показателями здоровых испытуемых показали, что поражения левого полушария приводят к снижению продуктивности как произвольной, так и непроизвольной памяти. Однако это различие наиболее отчетливо выступает при сравнении показателей произвольного запоминания (61 % у здоровых испытуемых и 37 % у больных с поражением левого полушария) ( Киященко, Московичуте, Симерницкая и др., 1975).

В нашей работе методика использовалась для исследования продуктивности непроизвольного и произвольного запоминания у здоровых испытуемых (студентов университета) с различными вариантами индивидуальных профилей латеральности. Для исследования опосредованного запоминания использовалась методика А.Р. Лурия «пиктограмма», которая достаточно хорошо известна и широко используется в психодиагностике. В настоящее время методика достаточно часто используется в психодиагностической работе для решения широкого спектра задач – как для исследования особенностей опосредованного запоминания, так и для исследования уровня абстрагирования, выявления нарушений мышления и особенностей эмоциональной среды ( Зейгарник , 1976; Рубинштейн , 1989). Также имеются данные об использовании этой методики при исследованиях особенностей функциональных асимметрий мозга ( Краско , 1997).

Исследование индивидуально-психологических особенностей и индивидуальных стилей эмоционального реагирования испытуемых проводилось с помощью следующего набора психометрических опросников: ПДТ – психодиагностического теста Ямпольского ( Мельников, Ямпольский , 1985), ШРЛТ – шкал реактивной и личностной тревожности Спилбергера – Ханина и опросника Айзенка.

Статистическая обработка данных исследования проводилась с использованием непараметрических критериев: метода углового преобразования выборочных долей по Фишеру и критерия Вилкоксона – Манна – Уитни ( Гублер , 1978). Выбор указанных критериев был обусловлен тем, что показатели распределения латеральных признаков не подчиняются нормальному закону. Отрицательные результаты в исследованиях, связанных с изучением ФАМ человека ранее, вероятнее всего могли быть обусловлены ошибочным использованием в этих работах критериев, применяемых для параметров, имеющих нормальное распределение ( Шургая, Королева, Кузьмин, Сахновская , 1987). В нашей работе метод углового преобразования Фишера использовался для выявления достоверности различий в распределении латеральных признаков в разных экспериментальных выборках, в остальных случаях применялся критерий Вилкоксона – Манна – Уитни, адекватность использования которого при исследованиях ФАМ подтверждена рядом работ ( там же ). Одним из основных методов статистической обработки данных являлся метод факторного анализа, который проводился с использованием базовой программы «STATISTIKA».

Нами было приведено исследование особенностей мнестических и речевых функций на студентах вуза и в зависимости от индивидуальных профилей латеральности. Данные исследования распространенности латеральных признаков в выборке студентов и результаты разбивки их на латеральные группы в системе измерений «рука – ухо – глаз» изложены во второй главе.

При анализе результатов психодиагностического тестирования обе группы – юношей (n=33) и девушек (n=84) – были разделены на две подгруппы с разными показателями пробы «перекрест рук» (ПППР) – правым и левым. Результаты факторного анализа показали, что в обеих выборках (юношей и девушек) в матрицах наблюдений для параметра «правый перекрест рук» характер объединений получились иными, чем для матриц наблюдений с показателем «левый перекрест рук». Различные объединения показателей по факторам в этих матрицах исследований говорят о различной природе обусловленностей между одними и теми же показателями. Об этом говорит и различный вклад в общую дисперсию факторов для матриц исследования двух выборок (юношей и девушек).

На выборке женщин была проведена групповая идентификация психодиагностических показателей. Для групповой идентификации психодиагностических показателей матрицы исследования на базовой матрице (женщины с левым ПППР) для всех показателей были построены методом Брандона регрессионные модели. Так, для первого показателя строилась регрессия у1=f(x1, x2, …, x80), для второго – у2=f(x1, x2, …, x80) и т. д. для всех показателей. То есть для данного зависимого показателя остальные показатели были аргументами в модели. По построенным моделям находились модельные значения показателей и абсолютные ошибки между исходными значениями и модельными. По массивам абсолютных ошибок находились границы доверительных интервалов для этих абсолютных ошибок по каждому показателю. С помощью построенных регрессионных моделей определялись абсолютные ошибки на матрице исследования, которую необходимо было идентифицировать. Если эти абсолютные ошибки не превышали первой границы доверительного интервала для соответствующего показателя, то считалось, что по данному показателю произошло попадание в группу женщин со значением параметра «левый ПППР».

Такой анализ попаданий абсолютных ошибок происходил по 58 показателям матрицы исследования, затем определялся итог попадания по 58 показателям.

Для матрицы исследования по женщинам со значением параметра «левый ПППР», была проведена идентификация по моделям, построенным на этой же матрице. Суммарное (по 58 показателям) число попаданий оказалось равным – 1867. Суммарное число не попаданий – 917. Итак, по числу попаданий данную матрицу, то есть группу исследований, можно отнести к группе женщин со значением параметра «левый ПППР».

Это было заведомо очевидно, поскольку идентификация матрицы проводилась по моделям, которые были построены на этой матрице.

В случае идентификации матрицы по женщинам со значением параметра «правый ПППР», по моделям, полученным на матрице женщин со значением параметра «левый ПППР», были получены следующие результаты:

Суммарное (по 58 параметрам) число попаданий – 454;

Суммарное (по 58 параметрам) число не попаданий – 1228;

То есть данная группа женщин со значением параметра «правый ПППР» не принадлежит группе женщин, по которой были построены модели (то есть к группе женщин со значением параметра «левый ПППР»).

Далее была проведена идентификация объединенной матрицы женщин со значением «левый ПППР» плюс женщины со значением параметра «правый ПППР», по моделям, построенным на матрице женщин со значением «левый ПППР». Количество наблюдений в матрице женщин со значением «левый ПППР» было 48, а количество наблюдений в матрице женщин со значением «правый ПППР» было 29.

Результаты по объединенной матрице:

Суммарное (по 58 показателям) число попаданий – 2321;

Суммарное (по 58 показателям) число не попаданий – 2145.

Объединенную матрицу по числу попаданий можно отнести к матрице женщин со значением «левый ПППР».

Это очевидно из анализа количества наблюдений объединенной матрицы: 48 женщин со значением «левый ПППР» и 29 женщин со значением «правый ПППР».

Таким образом, предлагаемая методика идентификации может с успехом использоваться для определения принадлежности группы к той выборке, на которой были построены регрессионные модели для идентификации.

В случае групповой идентификации по моделям, построенным на матрице женщин с параметром «правый ПППР», были получены следующие значения числа попаданий и не попаданий для матрицы женщин с параметром «правый ПППР»:

Суммарное (по всем параметрам) число попаданий – 1576;

Суммарное (по всем параметрам) число не попаданий – 744.

Как и следовало ожидать, по числу попаданий эта матрица эквивалентна матрице, на которой были построены модели, то есть самой себе.

Для групповой идентификации по моделям, построенным на матрице женщин с параметром «правый ПППР», были получены следующие значения числа попаданий и не попаданий для матрицы женщин с параметром «левый ПППР»: суммарное (по всем параметрам) число попаданий – 880; суммарное (по всем параметрам) число не попаданий – 2960.

Таким образом, матрица женщин с параметром «левый ПППР» не совпадает с матрицей, по которой были построены модели для идентификации. То есть с матрицей женщин с параметром «правый ПППР».

При идентификации общей матрицы исследования (48 наблюдений с параметром «левый ПППР» и 29 наблюдений с параметром «правый ПППР») по моделям, построенным на матрице женщин с параметром «правый ПППР», получили следующие результаты: суммарное (по всем параметрам) число попаданий – 2456; суммарное (по всем параметрам) число не попаданий – 3704. То есть общая группа принадлежит больше к группе женщин с параметром «левый ПППР». Это согласуется с количественной структурой исследования: 48 наблюдений с параметром «левый ПППР» и 29 наблюдений с параметром «правый ПППР».

Таким образом, групповая идентификация по регрессионным моделям и доверительным интервалам абсолютных ошибок имеет хорошую адекватность и может использоваться при проведении психодиагностических исследований и в исследованиях латеральных особенностей человека. Эти данные также свидетельствуют о разной природе обусловленностей правого и левого показателей пробы А.Р. Лурия «перекрест рук», об их разном психодиагностическом значении.

Применение непараметрических методов (критерия Вилкоксона – Манна – Уитни) при анализе результатов исследования (см. табл. 21–27, рис. 21–27) показало наличие достоверных различий по средним значениям.